资本与区隔：我国青年人群休闲参与的分层机制研究

［摘 要］在共同富裕和休闲时代背景下，基于CGSS2017数据，对我国青年人群休闲参与的分层现状进行了统计分析，并根据布迪厄资本理论，从文化资本和经济资本两个方面对我国青年人群休闲参与的分层机制进行了实证考察，研究结果发现：第一，我国青年人群在通俗娱乐类休闲参与上的分层现状相对比较平等，在高雅文艺类、社交类和体育类休闲参与上的分层现状较两极化，不平等程度相对较大。第二，个体所拥有的文化资本和经济资本均会显著正向影响其休闲参与水平和休闲参与分层，且文化资本对个体休闲参与水平和休闲参与分层的影响作用大于经济资本。为促进休闲生活层面的共同富裕，有关部门在制定相关政策时需特别关注休闲匮乏者的需求，同时有必要开展休闲教育。

［关键词］青年人群；文化资本；经济资本；休闲分层

［中图分类号］C913.3 ［文献标识码］A ［文章编号］1671-3842（2023）02-0112-16

一、问题的提出

随着人均GDP在2008年突破3000美元大关，我国在理论上已正式进入休闲时代①，整个社会在大众生活方式、城市功能和产业结构方面已悄然发生了很多变化。从近些年日渐风靡的广场舞，游客人数激增的“五一、十一黄金周”，到微信、微博等社交平台及抖音、快手等短视频娱乐平台的兴起和流行等现象来看，人们的休闲生活似乎越来越丰富多彩。但是在这些繁荣的景象背后，我们还可以看到每天在城市的大街小巷骑行12个小时以上，几乎没有休息时间的外卖小哥，以及在企业里执行着“996”“007”工作制度，自称“社畜”的“加班族”，还有吃喝都在车上、永远都在路上的货车司机，他们或缺乏休闲的时间，或缺乏休闲的资源，总之，他们的休闲生活是贫乏的。这种休闲繁荣与休闲匮乏并存的现象不禁引起我们的思考：在已经到来或即将到来的休闲社会中，到底哪些人在过着有闲的生活，而哪些人的休闲生活又是匮乏的？此外，是哪些因素导致了人们休闲生活方式的分层或区隔？对上述问题的关注和回答不仅关系到个体的生活品质，也关系到国家休闲产业的发展和共同富裕目标的实现。

休闲生活方式（也称作“闲暇生活方式”）是人们利用闲暇时间从事能够满足休憩、娱乐、社交、价值实现等身心需求的方法和形式（刘松，楼嘉军：《休闲生活方式： 国外研究述评与启示》，《宁夏社会科学》，2017年第3期。）。随着社会分层和分化的加速以及人们休闲生活方式的变化，近二十多年来，关于休闲生活方式分层的研究越来越受到学者们的关注。本世纪初，李培林和张翼在研究消费分层时发现，我国居民在闲暇消费上已经存在分层现象

（李培林，张翼：《消费分层：启动经济的一个重要视点》，《中国社会科学》，2000年第1期。），近年来，刘精明、卢春天、刘米娜等学者的研究进一步发现，我国居民在社交、娱乐、体育等休闲活动的参与上也存在阶层区隔（刘精明，李路路：《阶层化：居住空间、生活方式、社会交往与阶层认同——我国城镇社会阶层化问题的实证研究》，《社会学研究》，2005年第3期。）

（卢春天，成功：《社会分层视野中的城市居民闲暇活动——基于2010中国综合社会调查的实证分析》，《青年研究》，2014年第3期。）（刘米娜：《谁去现场观看体育比赛？——城镇化进程中现场观赏型体育消费的阶层分析》，《体育与科学》，2019年第5期。）。在对休闲生活方式的阶层化现象进行揭示的同时，学者们还从客观社会结构层面对休闲生活方式的分层机制进行了探讨，并发现我国居民总的休闲频率受到本人和家庭所在社会阶层的显著影响，其中，收入、教育、职业这三个社会经济地位变量对我国居民休闲活动参与水平的影响尤为显著（张安民：《我国居民休闲参与的影响机制研究——基于CGSS2006的数据应用》，《人文地理》，2013年第4期。）（易茜：《闲暇的社会属性——对1200名居民闲暇生活的实证研究》，载《中国休闲研究2014系列论文集》，北京：中国经济出版社，2014年版，第141-151页。）（李中：《青年群体中的休闲多样性分层研究》，《河北大学学报》（哲学社会科学版），2021年第2期。）（周琭璐：《休闲区隔：中国居民休闲参与的社会分层机制及其代际差异研究》，《四川轻化工大学学报》（社会科学版），2020年第6期。）。另有学者研究发现，包括休闲时间和休闲空间在内的休闲资源的分化也是导致人们休闲方式差异的重要原因（胡荣，龚灿林：《城乡居民休闲方式的差异及其影响因素》，《贵州师范大学学报》（社会科学版），2018年第2期。）（王心蕊，孙九霞：《城市居民休闲与主观幸福感研究：以广州市为例》，《地理研究》，2019年第7期。）。

已有研究虽然揭示了休闲生活方式的阶层化现象，并对休闲生活方式的分层机制进行了一些探讨，但是我们通过梳理和思考发现，在休闲生活方式分层领域仍然存在以下研究不足：首先，在研究对象上，对青年群体的研究和关注较少。已有文献大多是以我国城市居民或全体居民作为研究对象，而较少关注青年人群，我们认为青年人群作为引领生活方式变革的重要力量，将其作为研究对象可以达到“窥一斑而知全豹”的效果，所以本文特别将研究对象聚焦于我国青年人群。其次，在研究内容上，已有研究较少对我国居民休闲生活方式的分层现状进行专门分析。本文将通过描述性统计分析，清晰呈现出我国青年人群休闲参与的分层现状。最后，在有关休闲生活方式的分层机制方面，已有研究主要是基于个体的收入、职业和教育等客观社会经济地位因素进行分析，较少考虑家庭文化再生产、家庭财富积累等家庭层面因素对休闲参与的影响。鉴于此，本文在考察我国青年人群休闲参与的分层机制时，将基于布迪厄的资本理论，综合考察个体资本和家庭资本对个体休闲参与水平和休闲参与分层的影响，并将进一步揭示休闲参与作为一种生活方式或文化实践，究竟是受文化惯习的影响更大还是受经济基础的影响更大？换句话说，我国青年人群在休闲参与上的分层和区隔是文化再生产的结果还是经济资本的差异使然？

二、理论基础与研究假设

（一）理论基础

在《资本论》一书中，马克思用剩余价值理论、不变资本和可变资本、固定资本和流动资本等资本理论阐明了资本主义经济危机的根源和人类社会发展的规律，并且将资本的外延扩展到了生产关系领域，马克思认为资本是生产要素资本（经济资本）与生产关系资本的结合体，资本的本质是社会关系（[德]马克思：《资本论》，中共中央马克思恩格斯列宁斯大林著作编译局译，北京：人民出版社，1975年版，第8页。）。一百多年以后，法国当代社会学家布迪厄批判性地继承和发展了马克思的资本理论，并在吸收了涂尔干和韦伯这两位古典社会学家关于资本的相关理论成果之后，提出了基于行动者日常生活实践的资本理论。

布迪厄在《资本的形式》一文中将资本分为经济资本、文化资本、社会资本和象征资本四种形式（③④⑤Pierre Bourdieu， The Forms of Capital， in Handbook of Theory and Research for the Sociology of Education， J.G.Richardson（ed）， New York：Greenwood Press， 1986，pp.241-258.）。其中，经济资本以金钱为符号，以产权为制度化形式，主要指可以用于生产商品的金钱和物质资料，是最为基础的资本形式，这种资本可以以普通的、匿名的、适合各种用途的、可转换成金钱的形式，从一代人传递给下一代人；文化资本是行动者对某种文化资源的占有，在当代发达资本主义社会中，文化资本在再生产社会等级的过程中发挥着重要的作用③。布迪厄认为文化资本有三种形态，分别是身体化形态、客观化形态和制度化形态，文化资本被布迪厄视为资本的核心要素；社会资本主要指一个人所拥有的人际关系网络和群体成员所共享的集体资源；象征资本主要指个人所享有的荣誉、声望、威信、信誉等④。

在布迪厄看来，虽然资本包括了四种形式，但是在这四种资本类型中，经济资本和文化资本是起主要作用的资本类型⑤。所以本文将主要考察经济资本和文化资本这两种资本形式对个体休闲参与水平及休闲参与分层的影响。

（二）研究问题与研究假设

本文的研究问题主要包括两个方面：第一，我国青年人群在休闲参与水平上呈现出怎样的分层现状？第二，个体所拥有的文化资本和经济资本是否会对个体的休闲参与水平和休闲参与分层产生显著影响？哪种资本形式对个体休闲参与水平和休闲参与分层的影响作用更大？

基于上述理论基础和研究问题，我们提出了本文的三个研究假设。一方面，在《资本的形式》一文中，布迪厄指出，经济资本和文化资本是两种起主要作用的资本类型，经济资本和文化资本的数量决定了个体在社会结构中的位置，以及个体的品味和生活方式。据此，提出本文的研究假设1和研究假设2：

假设1：个体所拥有的文化资本会显著正向影响个体的休闲参与水平和休闲参与分层。

假设2：个体所拥有的经济资本会显著正向影响个体的休闲参与水平和休闲参与分层。

另一方面，在关于生活方式选择的问题上，布迪厄认为，当代社会的最重要的特点就是文化在社会中的优先性以及文化的决定性意义，文化已取代政治和经济等传统因素跃居社会生活的首位。特定的文化资本是特定的审美活动和休闲娱乐活动的前提条件，并发挥着阶级趣味区隔的功能（Pierre Bourdieu， Distinction： A Social Critique of the Judgement of Taste， Cambridge： Harvard University Press，1984，pp.466-467.）。卢春天和成功、刘米娜、宋静等学者的研究也发现，教育因素相对于职业和收入因素来说，对人们生活方式的差异性有着更强的解释力（卢春天，成功：《社会分层视野中的城市居民闲暇活动——基于2010中国综合社会调查的实证分析》，《青年研究》，2014年第3期。）（刘米娜：《谁去现场观看体育比赛？——城镇化进程中现场观赏型体育消费的阶层分析》，《体育与科学》，2019年第5期。）（Jing Song， Erin Cavusgil， Jianping Li， Ronghua Luo， Social stratifification and mobility among Chinese middle class households： An empirical investigation. International Business Review，Vol.25，No.3，2016. ）。据此，提出本文的第3个研究假设：

假设3：与经济资本相比，文化资本对个体休闲参与水平和休闲参与分层的影响更大。

三、 数据来源与变量操作化

（一）样本选择与数据来源

本文参考联合国世界卫生组织2013年对青年人群年龄的界定和一些国内学者在研究青年问题时对青年人群年龄上限与下限的界定（2013年，联合国世界卫生组织（WHO）根据其对人类身体素质和平均寿命的测算，将44岁以下的人列为青年人，44—59岁的人列为中年人，60—74岁的人列为年轻老年人，74—89岁的人列为年长老年人，90岁以上的人列为长寿者。）（邓希泉：《青年法定年龄的国际比较研究》，《中国青年研究》，2018年第2期。）（黄立清：《青年群体的幸福感：基于CGSS数据的分析》，《中国青年研究》，2017年第12期。）（鞠牛：《我国青年人群的社交餐饮网与健康安全感——基于文化心理视角的分析》，《中国青年研究》，2020年第6期。），将青年人群的年龄界定在18—44岁（以调查年份2017年为时间结点）。同时，为了便于进行不同世代青年人群之间的比较研究，本文还将从年代学角度将青年样本细分为“70后”“80后”“90后”三个世代群体（“70后”“80后”“90后”分别指出生于1970—1979、1980—1989、1990—1999年的样本。）。

本研究所使用的数据主要来自于中国人民大学组织的“中国综合社会调查”2017年数据（CGSS2017），CGSS2017数据中有关于我国城乡居民休闲参与和休闲消费的详细调查，非常符合本研究的数据需要。CGSS2017数据中共有城乡居民样本12582个，在对原始数据清洗整理后，适合于本文使用的有效青年样本共3714个，其中包括“70后”青年样本1120个，“80后”青年样本1572个，“90后”青年样本1022个。

（二）变量操作化

1.被解释变量

由于本文是从个体休闲参与水平和休闲参与分层两个方面来考察我国青年人群休闲参与的分层机制，所以本文的因变量有两个，分别是“休闲参与水平”和“休闲参与分层”。之所以引入两个因变量，主要是为了考察在改变因变量的测量方法后，实证分析结果是否依然稳健，所以也可以将“休闲参与分层”理解为“休闲参与水平”的替换变量。

（1） 休闲参与水平。在CGSS2017数据中，个体休闲活动方式是通过询问被访者在过去一年中，在12项休闲活动上的参与频率来测量的，这12项休闲活动包括：“看电视或者看碟”“出去看电影”“逛街购物”“读书、报纸、杂志”“参加文化活动，比如听音乐会、看演出和展览”“与不住在一起的亲戚聚会”“与朋友聚会”“在家听音乐”“参加体育锻炼”“现场观看体育比赛”“做手工（比如刺绣、木工）”“上网”。每一项休闲活动的参与频率的回答包括：“从不”（赋值为“1”）、“一年数次”（赋值为“2”）、“一月数次”（赋值为“3”）、“一周数次”（赋值为“4”）、“每天”（赋值为“5”）五种情况。

为了便于实证分析，我们分别用因子分析法和按休闲活动类别等权重取均值的方法对12种休闲活动进行了降维处理，但是结果显示，因子分析法在本文的应用中存在一些问题（在因子分析过程中发现，通过因子分析法提取出的三个公因子的累积解释变异量（或累积方差贡献率）只有0.48，即使在加入变量之间的相关性检验后，重新提取的三个公因子的累积解释变异量也还是只有0.5左右，一般认为累积解释变异量应达到0.6以上水平，才是可靠的。即使默认累积解释变异量是可靠的，通过因子分析法进行降维处理后所得到的降维分类结果相对本文所采用的降维分类方法来说更加粗犷，不太符合本文的研究需要，所以我们认为，在本文中通过因子分析方法对12种休闲活动进行降维处理可能是不合适的。），所以我们最终选择了等权重加总的方式进行降维处理，将12种休闲活动分成了“高雅文艺类”“通俗娱乐类”“社交类”“体育类”四个类别。高雅文艺类休闲活动包括：“读书/报纸/杂志”“参加文化活动（比如听音乐会、看演出和展览）”“做手工（比如刺绣、木工）”，高雅文艺类休闲活动参与总量的取值在“3—15”之间；通俗娱乐类休闲活动包括：“看电视或者看碟”“出去看电影”“逛街购物”“在家听音乐”和“上网”，通俗娱乐类休闲活动参与总量的取值在“5—25”之间；社交类休闲活动包括：“与不住在一起的亲戚聚会”“与朋友聚会”，社交类休闲活动参与总量的取值在“2—10”之间；体育类休闲活动包括：“现场观看体育比赛”“参加体育锻炼”，体育类休闲活动参与总量的取值在“2—10”之间。

变量“休闲参与水平”测量的是个体在高雅文艺类、通俗娱乐类、社交类、体育类这四类休闲活动上的平均休闲参与水平，通过将每类休闲活动的参与总量除以该类别下休闲活动的数目就可以得到个体在该类休闲活动上的平均参与水平，休闲参与水平的取值在“1—5”之间。“休闲参与水平”代表是每类休闲活动的平均参与频率，因此也是可以进行直接比较的。

（2）休闲参与分层。本文将四类休闲活动参与总量的分位数分布作为划分个体“休闲参与分层”的标准。具体操作如下：将每类休闲活动参与总量的取值位于25%分位以内的样本记为“休闲匮乏”人群；将取值在25%分位到75%分位之间的样本记为“少闲”人群；将取值大于或等于75%分位的样本记为“有闲”人群。按照以上方式将样本分为“休闲匮乏”阶层、“少闲”阶层、“有闲”阶层三个层级，取值在“1—3”之间。

2.解释变量

本文的核心解释变量包括两类：一类是文化资本，一类是经济资本。

（1）文化资本。布迪厄在《资本的形式》一文中指出：文化资本有三种形态，分别是身体化形态、客观化形态和制度化形态，身体化形态主要指的是行动者相对稳定的、内化了的性情倾向、修养和才能，包括衣着举止、审美偏好、文化素养、趣味气质等；客观化形态表现为物化的文化商品或文化物品，包括书籍、古董、字画、钢琴、高级音响等；制度化形态指的是行动者掌握的知识与技能以某种形式（通常以授予合格者文凭和资格认定证书等形式）正式予以承认并将其制度化，文凭是制度化文化资本的典型形式（Pierre Bourdieu， The Forms of Capital， in Handbook of Theory and Research for the Sociology of Education， J.G.Richardson（ed）， New York：Greenwood Press， 1986，pp.241-258. ）。

参考张文宏、朱迪、刘米娜等学者对文化资本的测量方式（张文宏，苏迪：《文化资本、经济资本与阶层再生产》，《江海学刊》，2018年第3期。）（朱迪：《经济资本还是文化资本更重要？——家庭背景对大学生消费文化的影响》，《黑龙江社会科学》，2015年第1期。）（刘米娜：《谁去现场观看体育比赛？——城镇化进程中现场观赏型体育消费的阶层分析》，《体育与科学》，2019年第5期。），本文将用个体受教育水平（或称“文凭”）作为个体制度化文化资本的测量指标，在布迪厄看来，学术资格和文化能力的证书等制度化文化资本的作用是很大的，它给了其拥有者一种约定俗成的、公认的、合法的体制性权力、自我表达的权力和捍卫信仰的权力。用闲暇时间的学习习惯作为个体身体化文化资本的测量指标，布迪厄认为文化资本不仅体现在教育和教养上，也体现在闲暇时间的利用上，他认为合理的利用闲暇时间对个体自由而全面发展也非常重要（Pierre Bourdieu， Distinction： A Social Critique of the Judgement of Taste. Cambridge： Harvard University Press，1984.）。个体是否会利用闲暇时间学习充电，提升自己，也是一个人惯习和趣味的体现，本文用“在过去一年中，您是否经常在您的空闲时间学习充电”这个问题来作为衡量个体身体化文化资本的指标，其回答包括：“从不”“很少”“有时”“经常”“非常频繁”五种情况，是一个多值离散变量。家庭文化资本通过父亲或母亲的最高受教育程度来测量，即取父亲和母亲两个人中受教育程度较高的那个人的最高受教育程度。在本文中，个体受教育水平和父母亲最高受教育水平都分为“初中以下受教育水平”“高中层次受教育水平”“大专以上受教育水平”3个类别，也是一个多值离散变量（由于CGSS2017数据中缺乏测量个体客观化文化资本（比如书籍、古董、字画、钢琴、高级音响的数量）的变量，所以本文只能放弃对个体客观化文化资本的考察，这也是本文在数据上存在的遗憾之处。）。

（2）经济资本。布迪厄在《资本的形式》一文中，对经济资本的定义是：经济资本以金钱为符号，以产权为制度化形式，主要指可以用于生产商品的金钱和物质资料。根据布迪厄对经济资本的定义，并参考已有研究对经济资本的测量方式（朱迪：《经济资本还是文化资本更重要？——家庭背景对大学生消费文化的影响》，《黑龙江社会科学》，2015年第1期。），本文将从收入和资产两方面来测量经济资本，具体包括：用个体年收入、个体所拥有的房产数量来测量受访者的个体经济资本，用家庭人均年收入这个指标来测量受访者的家庭经济资本。其中，个体年收入在问卷中通过询问被访者“您个人去年（2016年）全年的总收入是多少？”来测量，为了使数据更平滑，在回归分析时，对个体年收入取对数处理。个体所拥有的房产数量在问卷中通过询问被访者“目前您总共拥有几处房产（包括与他人共同拥有）”来测量，也是一个连续变量。家庭人均年收入在问卷中通过询问被访者“您家庭（2016）年全年的总收入是多少？”来测量，通过将家庭年收入除以家庭成员数，即可得出家庭人均年收入，与个体年收入一样，家庭人均年收入也做对数处理。

3.控制变量

除了核心解释变量外，文中的解释变量还包括人口学特征变量和被其他文章证明会影响个体休闲生活方式的变量，这些变量都被视作控制变量纳入回归模型中，主要包括：性别、世代（70后、80后、90后）、婚姻状况（非在婚、在婚）、户籍（农业户籍、非农户籍）、民族（汉族、少数民族）、宗教信仰（无宗教信仰、有宗教信仰）六个变量。

（三）变量描述性统计

1.被解释变量的描述性统计

从表1中可以看出，青年人群在高雅文艺类和体育类休闲活动上的平均参与频率不到“一年数次”，在社交类休闲活动上的平均参与频率介于“每月数次”到“一年数次”之间，在通俗娱乐类休闲活动上的平均参与频率介于“每月数次”到“每周数次”之间。总体而言，青年人群在通俗娱乐类休闲活动上的平均参与频率最高，其次是社交类休闲活动，平均参与频率最低的是高雅文艺类和体育类休闲活动。从四类休闲活动的参与分层情况来看，通俗娱乐类休闲活动的平均层级为“少闲”，体育类休闲活动的平均层级介于“少闲”和“有闲”之间，而高雅文艺类和社交类休闲活动的平均层级介于“休闲匮乏”和“少闲”之间。

2.主要解释变量的描述性统计

表2是核心自变量和控制变量的描述性统计特征。从表中可以看出，个体年收入（对数）和家庭人均年收入（对数）的均值和中位数相差不大，说明个体年收入对数和家庭人均年收入对数的分布趋近于正态分布。个体受教育程度的均值和父母亲最高受教育程度的均值分别为2和1.36，说明样本的平均受教育程度在高中水平，样本父母亲的平均最高受教育程度在初中以上、高中以下水平。此外，样本在世代分布上以“80后”青年居多，在户籍分布上，以“农业户籍”青年居多。

四、实证分析结果

（一）我国青年人群休闲参与的分层现状

以下从休闲参与（总量）的均值情况和休闲参与（总量）的分层情况两个方面对青年人群休闲参与的分层现状进行描述性统计分析。

1.不同人口社会学特征的青年人群在各类休闲活动参与总量上的均值比较

表3从各类休闲活动参与总量的角度呈现了不同人口社会学特征的青年人群在四类休闲活动上的平均参与频率。

从世代上看，“90后”青年人群在四类休闲活动上的平均参与频率都是最高的，其次是“80后”，再次是“70后”，特别在体育类休闲活动上，“90后”青年人群的平均参与频率要远远高于“80后”和“70后”。从性别上看，女性在高雅文艺类和通俗娱乐类休闲活动上的平均参与频率要高于男性，而在社交类和体育类休闲活动的参与水平上，男性的平均参与频率要高于女性，这可能与“男主外、女主内”的劳动性别分工使得女性不得不留在家庭中营造避风港有关（李勇：《家务劳动补偿制度的女性主义分析》，《山东女子学院学报》，2022年第4期。）。从户籍上看，非农户籍青年在四类休闲活动上的平均参与频率都要高于农业户籍青年，可见，在休闲参与上，青年人群之间存在明显的城乡二元分化状态。 从婚姻状况上看，“非在婚”状态的青年在四类休闲活动上的平均参与频率都要高于“在婚”状态的青年人，可见，婚姻会对青年人的休闲参与产生挤压效应，其原因可能在于，“在婚”状态下的青年人的休闲时间被工作、育儿、家务等事情所挤压，休闲时间减少，休闲参与水平也就随之下降了。从受教育水平上看，除了社交类休闲活动外，个体在高雅文艺类、通俗娱乐类、体育类这三类休闲活动上的平均参与频率都随着受教育程度的提高而增加。从收入水平上看，收入水平为“中高收入水平”或“高收入水平”的青年人在四类休闲活动上的平均参与频率都要高于收入水平为“中低收入水平”或“低收入水平”的青年人。

2.我国青年人群在各类休闲活动参与水平上的分层现状

图1—图4显示了各世代青年人群在四类休闲活动参与总量上的分层现状。从青年人群总体情况来看，在高雅文艺类休闲活动的参与分层上，有30%的青年人是“有闲”状态，有接近4成的青年人处于“休闲匮乏”状态；在通俗娱乐类休闲活动的参与分层上，有26%的青年人是“有闲”状态，有接近3成的青年人处于“休闲匮乏”状态；在社交类休闲活动的参与分层上，有32%的青年人是“有闲”状态，有4成青年人处于“休闲匮乏”状态；在体育类休闲活动的参与分层上，有40%的青年人是“有闲”状态，有超过3成的青年人处于“休闲匮乏”状态。总体上看，当前我国青年人群在高雅文艺类和社交类休闲参与水平上呈现出“金字塔型”的分层状态，“休闲匮乏”阶层占比较大，在通俗娱乐类休闲参与水平上呈现出“橄榄型”的分层状态，“少闲”阶层占比较大，在体育类休闲参与水平上呈现出“倒金字塔”型的分层状态，“有闲”阶层占比较大。

由以上分析可知，我国青年人群在通俗娱乐类休闲参与水平上的分层现状相对比较平等，在高雅文艺类、社交类和体育类休闲参与水平上的分层现状相对两极化，不平等程度相对较大。按休闲匮乏阶层所占比例来看，在高雅文艺类和通俗娱乐类休闲活动中，“80后”的休闲不平等情况较“70后”和“90后”更严重；在社交类和体育类休闲活动中，“70后”的休闲不平等情况较“80后”和“90后”更严重。

（二）我国青年人群休闲参与的分层机制

从上文的分析可知，个体在高雅文艺类、通俗娱乐类、社交类、体育类四类休闲活动上的参与水平是有很大不同的，所以本文在考察休闲参与的分层机制时，会将个体在四类休闲活动上的参与分层和参与水平分别与核心自变量进行回归分析。同时，为减少变量的多重共线性问题，在回归分析的时候，会将因变量分别与文化资本和经济资本的各个指标进行回归分析。当因变量是“休闲参与水平”时，采用的是OLS回归分析方法，当因变量是“休闲参与分层”时，采用的是有序Logit回归分析方法。回归分析模型设定如下：

LSi=α0+β1X1i+β2X2i+β3X3i+εi

其中，i表示个体，LSi为个体i在某类休闲活动上的参与水平（或参与层级），X1i为个体i的人口学特征因素向量（包括性别、世代、婚姻状况、户籍、民族和宗教信仰）、X2i代表的是文化资本向量（包括个体受教育程度、个体闲暇时间的学习习惯、父母亲最高受教育程度）、X3i代表的是经济资本向量（个体年收入、房产数量和家庭人均年收入），β1、β2和β3分别为对应的系数向量。εi为扰动项，反映了未观察到的和未明确包含在解释变量中，但是会对个体休闲参与水平或休闲参与分层产生影响的因素。

1.个体休闲参与水平和休闲参与分层与文化资本的回归分析

表4是个体在四类休闲活动上的休闲参与水平与个体文化资本、家庭文化资本的回归分析结果。

总体来看，在个体文化资本层面，个体在四类休闲活动上的参与水平与个体受教育程度、个体在闲暇时间的学习习惯这两个变量均呈显著正相关关系，说明个体在四类休闲活动上的参与水平会随着个体文化资本的增加而提升。具体来看，随着个体受教育程度的提高和个体在闲暇时间学习充电频率的增加，个体在高雅文艺类和体育类休闲活动上的参与水平的提升幅度相对更大，说明与通俗娱乐类和社交类休闲活动相比，个体在高雅文艺类和体育类休闲类活动上的参与水平受个体文化资本的影响更大，也说明体育类休闲活动和高雅文艺类休闲活动对个体文化资本的要求相对更高，而通俗娱乐类和社交类休闲参与水平对文化资本的要求相对较低。

在家庭文化资本层面，个体在四类休闲活动上的参与水平也与其父母亲最高受教育程度呈显著正相关，说明随着父母亲最高受教育水平的提高，个体在四类休闲活动上的参与水平也会随之提升，仅有通俗娱乐类休闲参与水平与家庭文化资本的正向相关性在父母亲受教育程度在“大专及以上”层次上不显著，说明通俗娱乐类休闲参与水平对家庭文化资本的要求相对较低。同样还可以发现，与通俗娱乐类和社交类休闲活动相比，个体在高雅文艺类和体育类休闲活动上的参与水平受家庭文化资本的影响更大。

表5是个体在四类休闲活动上的参与分层情况与个体文化资本、家庭文化资本的回归分析结果。总体上看，本人受教育程度、父母亲最高受教育程度、本人在闲暇时间的学习习惯这三个文化资本变量均与个体在四类休闲活动上的参与分层情况呈显著正相关，仅社交类休闲参与分层与家庭文化资本的正向相关性在父母亲受教育程度在“大专及以上”层次上不显著。研究结论也说明随着个体文化资本和家庭文化资本的提升，个体由“休闲匮乏”阶层提升至“少闲”阶层或“有闲”阶层的概率也会增加。

以上分析结果表明，个体所拥有的文化资本会显著正向影响个体的休闲参与水平和休闲参与分层，本文的研究假设1得到验证。

2.个体休闲参与水平和休闲参与分层与经济资本的回归分析

表6是个体在四类休闲活动上的参与水平与个体经济资本、家庭经济资本的回归分析结果。总体来看，个体年收入、家庭人均年收入、个体所拥有的房产数量这三个经济资本变量都与个体在四类休闲活动上的参与水平呈显著正相关，唯有个体所拥有的房产数量与个体通俗娱乐类休闲参与水平的相关性不显著。说明个体拥有房产的数量多少并不影响个体通俗娱乐类休闲参与水平，也说明通俗娱乐类休闲活动对经济资本的要求相对较低。

具体来看，在控制了其他变量以后，个体年收入每增加1%，会分别使个体在高雅文艺类休闲活动、通俗娱乐类休闲活动、社交类休闲活动、体育类休闲活动上的参与水平得分平均增加0.11分、0.13分、0.11分、0.15分。家庭人均年收入每增加1%，会使个体在高雅文艺类休闲活动和通俗娱乐类休闲活动上的参与水平得分平均增加0.08分，同时使个体在社交类休闲活动和体育类休闲活动上的参与水平得分平均增加0.07分和0、09分。个体所拥有的房产数量每增加1套，分别使个体在高雅文艺类休闲活动、社交类休闲活动、体育类休闲活动上的参与水平得分平均增加0.09分、0.05分和0.08分。从以上分析结果来看，经济资本的三个指标对各类休闲活动的参与水平的影响大小相差不是很大。

表7是个体在四类休闲活动上的参与分层情况与个体经济资本、家庭经济资本的回归分析结果。与表6的结果大体一致，个体年收入、家庭人均年收入、个体所拥有的房产数量这三个经济资本变量都与个体在四类休闲活动上的参与分层情况显著正相关，仅有个体所拥有的房产数量与个体通俗娱乐类休闲参与分层的相关性不显著。

以上分析结果表明，个体所拥有的经济资本会显著正向影响个体的休闲参与水平和休闲参与分层，本文的研究假设2得到验证。

3.文化资本和经济资本对个体休闲参与水平（分层）的相对影响比较

以上已经证明文化资本和经济资本对四类休闲活动参与水平都有显著影响，但我们并不知道对每类休闲活动来说，是文化资本的影响作用更大，还是经济资本的影响作用更大。为了求得两种

资本形式对个体休闲参与水平的相对贡献度，本文根据Shorrocks提出的基于回归分析的夏普利分解方法（或SOS方法）（通过Shapley分解方法可以求得解释变量中各个维度对模型解释力的相对贡献，但是Shapley分解方法的弊端是没有考虑残差项，当R2或pseudo R2较小时，只能通过Shapley分解说明在模型能解释的变量中，什么因素发挥了最大的作用，但对于模型不能解释的部分，或者没有纳入模型的部分，则无法兼顾。）（Shorrocks， A.F.， Decomposition Procedures for Distributional Analysis： A Unified Framework Based on the Shapley Value， Journal of Economic Inequality， Vol.13，No.1，2013，pp.99-126.），对文化资本和经济资本这两种资本形式对各类休闲活动参与水平的相对影响大小进行了Shapley分解。

从表8可以看出经济资本、文化资本、人口学特征这三组变量对个体休闲活动参与水平影响的相对大小。对高雅文艺类休闲参与水平来说，相对影响从大到小依次是文化资本（73.31%）、人口学特征（15.06%）、经济资本（11.63%），而且文化资本的相对贡献对比经济资本要大很多。对通俗娱乐休闲参与水平来说，相对影响从大到小依次是人口学特征（40.06%）、文化资本（35.31%）、经济资本（24.63%），文化资本的相对贡献度依然比经济资本要高。对社交类休闲参与水平来说，相对影响从大到小依次是文化资本（36.8%）、经济资本（34.6%）、人口学特征（28.6%），文化资本的相对贡献度比经济资本略高。对体育类休闲参与水平来说，相对影响从大到小依次是文化资本（62.51%）、经济资本（19.67%）、人口学特征（17.82%），文化资本的相对贡献度远远高于经济资本（为了排除青年样本自身特点对shapley分解结果的影响，本文还对包括全部年龄层次的总样本进行了同样的分析操作，最终发现基于总样本的shapley分解结果与基于青年样本的shapley分解结果大体一致，由于篇幅所限，基于总样本的shapley分解结果在文中不再详细呈现。）。

综上，对四类休闲活动的参与水平来说，文化资本的相对贡献度都要高于经济资本，特别是对于高雅文艺类和体育类休闲活动来说，文化资本的相对贡献度要远远高于经济资本，说明与社交类休闲活动和通俗娱乐类休闲活动相比，高雅文艺类和体育类休闲活动受文化资本的影响更大，这与上文回归分析的结果一致。

为了验证相对贡献度分解结果的稳健性，我们又从休闲参与分层的角度，将个体资本结构与个体休闲参与分层情况进行了对应分析，以进一步验证文化资本和经济资本对各类休闲活动参与水平的相对影响大小。

与上文有所不同的是，此处在对个体的经济资本和文化资本进行结构组合时，只选取了经济资本和文化资本的核心指标——个体年收入和本人受教育程度作为测量指标。图5中，高经济资本即指个体年收入等级为“中高收入水平”和“高收入水平”，低经济资本即指个体年收入等级为“中低收入水平”和“低收入水平”，高文化资本即指个体受教育等级为“高中教育程度”和“大专及以上教育程度”，低文化资本即指个体受教育等级为“没有受过教育”和“初中以下教育程度”。组合出的四种资本结构分别为：高经济资本与高文化资本、高经济资本与低文化资本、高文化资本与低经济资本、低文化资本与低经济资本。通过进行不同资本结构组合与休闲参与分层的对应分析，即可知道在每种资本结构组合下，个体休闲参与分层的状况，结果如图5所示。

通过对比图5各类休闲活动中“有闲”阶层和“休闲匮乏”阶层各自所占比例的相对大小就可以发现，总体上看，在四类休闲活动上，“有闲”阶层占比最大，同时“休闲匮乏”阶层占比最小的资本结构组合是“高经济资本与高文化资本”，其次是“高文化资本与低经济资本”“低文化资本与高经济资本”。“有闲”阶层占比最小、“休闲匮乏”阶层占比最大的资本结构组合是“低文化资本与低经济资本”。而且，在四类休闲活动上，“高经济资本与高文化资本”组合下的“有闲”阶层占比与“高文化资本与低经济资本”组合下的“有闲”阶层占比都相差不大，说明在拥有高文化资本的情况下，不论其经济资本高或低，“有闲”阶层占比都偏大，同时“休闲匮乏”阶层占比偏小。反之，在文化资本低的情况下，不论经济资本高或低，“有闲”阶层占比都偏小，同时“休闲匮乏”阶层占比偏大。

以上对应分析结果与shapley分解结果如出一辙。两种分析结果都表明：与经济资本相比，文化资本对个体休闲参与水平和休闲参与分层的影响相对更大。本文的研究假设3得到验证。这一研究结论也与卢春天和刘米娜等学者的研究结论大体一致，即以受教育程度为主要指标的文化资本在个体休闲参与、艺术参与等生活方式或审美趣味方面发挥着主要的影响和区隔作用，我国青年人群在休闲参与上的分层和区隔主要是“文化再生产”的结果。

五、研究结论与政策含义

本文基于CGSS2017调查数据，对我国青年人群休闲参与的分层现状进行了统计分析，并基于布迪厄资本理论，从文化资本和经济资本两个方面对我国青年人群休闲参与的分层机制进行了实证考察，研究结果发现：第一，当前我国青年人群的休闲活动参与水平和层次都较低，平均而言，青年人群在通俗娱乐类休闲活动上的参与频率最高，其次是社交类休闲活动，在高雅文艺类和体育类休闲活动上的参与频率最低。总体上看，青年人群在通俗娱乐类休闲参与水平上的分层现状相对比较平等，在高雅文艺类、社交类和体育类休闲参与水平上的分层现状比较两极化，不平等程度相对较大。第二，个体所拥有的文化资本和经济资本均会显著正向影响其休闲参与水平和休闲参与分层，且文化资本对个体休闲参与水平和休闲参与分层的影响作用大于经济资本，说明个体的休闲方式选择更多的是“文化再生产”的结果。第三，在四类休闲活动中，高雅文艺类休闲活动和体育类休闲活动受文化资本的影响最大，说明目前我国青年人群的休闲区隔主要发生在像“听音乐会、看演出或展览”“现场观看体育比赛”“参加体育锻炼”“做手工”这些对文化资本要求较高的休闲活动领域。

英国著名未来学家莫里托研究认为，21世纪，休闲将成为推动全球经济增长的第一重要推动力（Graham T.T.Molitor， Next 1000 year：The Big Five Engines of Economic Growth Futurist， Journal of futurologist，Vol.33，No.10，1999，p.297.），根据国际经验，休闲产业成为国民经济的支柱产业也是一种必然趋势。为了更好地适应休闲时代的发展特点，同时推进休闲生活层面的共同富裕，我们基于本文的研究结论提出以下政策建议：一方面，增强公共休闲产品和公共休闲服务供给的普惠性。本文的研究结论已经揭示出当前我国社会存在休闲不平等和休闲分层的现象，为了防止休闲不平等状况的加剧，有关部门在制定鼓励休闲参与和促进休闲经济发展的政策时需要考虑到整个社会的休闲分层现状，并要特别关注休闲匮乏者的需求。另一方面，开展休闲教育、提倡和普及科学的休闲观念。楼嘉军等认为，科学的休闲观念应该是突破单纯的娱乐满足的束缚，进而追求在休闲中实现自我发展和自我价值（楼嘉军，徐爱萍：《试论休闲时代发展阶段及特点》，《旅游科学》，2009年第1期。）。本研究发现，目前我国青年人群的休闲活动主要以通俗娱乐类休闲活动为主，在高雅文艺类和体育类休闲活动上的参与水平并不高，为了提高整个社会的休闲生活质量，同时促进休闲经济的健康发展，尤其需要在全社会开展休闲教育，让人们养成科学的休闲观念，进而通过高质量休闲活动提升整个社会的精神文明水平。

［责任编辑：王文娟］

［基金项目］本文系中南财经政法大学中央高校基本科研业务费项目“共同富裕背景下我国青年人群休闲生活方式的分层研究”（项目编号：2722023BQ009）之阶段性研究成果。

［作者简介］王妙，中南财经政法大学哲学院社会学系讲师、博士；周长城，山东大学生活质量与公共政策研究中心兼职特聘教授，武汉大学社会学院教授、博士生导师。

①楼嘉军，徐爱萍：《试论休闲时代发展阶段及特点》，《旅游科学》，2009年第1期。